WÇZÖ-R İçin Bannatyne ve Kaufman Sınıflamalarının Türk Çocuk
Örneklemlerine Uygulanabilirliği
Emel Erdoğan Bakar1, Eliz Volkan2, Yasemen Işık3, Sirel Karakaş4,5
1Doç. Dr., Ufuk Üniversitesi, Fen Edebiyat Fakültesi, Psikoloji Bölümü, Ankara 2Uzm. Psikolog, Uluslararası Kıbrıs Üniversitesi, Psikoloji Bölümü, Lefkoşa 3Prof. Dr., Gazi Üniversitesi, Çocuk Psikiyatrisi ABD, Ankara
4Prof. Dr., Doğuş Üniversitesi, Psikoloji Bölümü, İstanbul
5Neurometrika Medikal Tıp Teknolojileri Ltd. Şti., Ankara
Yazışma adresi: Emel Erdoğan Bakar, Ufuk
Üniversitesi, Fen Edebiyat Fakültesi, Psikoloji Bölümü, Dr. Rıdvan Ege Kampüsü, Kızılcaşar Mahallesi, 06830, İncek Gölbaşı /Ankara / Türkiye.
Telefon: +90 0312 586 7410 Fax: +90 0312 287 2390 E-mail: eerdoganbakar@gmail.com Geliş tarihi: 23 Aralık 2015 Kabul tarihi: 02 Mayıs 2016
ÖZET
Amaç: Karıştırıcı etkilerin en az indirgendiği araştırma yaklaşımı altında, Bannatyne kategorileri ve Kaufman faktörlerinin Türk çocuk örneklemlerine uygulanabilirliğini ortaya koymak; alanyazında özelde dikkat eksikliği hiperaktivite bozukluğu (DEHB) ile ilişkilendirilen Kaufman faktörleri ve özelde özgül öğrenme bozukluğu (ÖÖB) ile ilişkilendirilen Bannatyne kategorilerinin klinik örneklemlerde geçerliğini sınamak.
Yöntem: DEHB grubu (72-140 ay) 191 ve ÖÖB grubu (76-131 ay) 21 erkek olgudan, kontrol gru-bu (70-143 ay) ise 117 erkek katılımcıdan oluşmuştur. Dışlama ölçütleri eşhastalanım, bilişsel süreçleri etkileyen ilaç kullanımı, düzeltilmemiş görme ve/veya işitme bozukluğu, 90-119 dışında zeka bölümü-dür. Ebeveynlerinin bilgilendirilmiş onam verdiği gönüllü katılımcılara, eğitimli psikologlar tarafından Wechsler Çocuklar İçin Zeka Ölçeği-Yeniden Gözden Geçirilmiş Formu (WÇZÖ-R) uygulanmıştır.
Bulgular: WÇZÖ-R puanlarının 2 (Wechsler sınıflaması), 3 (Kaufman sınıflaması) ve 4 (Bannat-yne sınıflaması) faktör altında gruplanmasına ilişkin birikimli varyans (temel bileşenler analizi) dü-şük-orta düzeyde olmuştur. Uyum göstergelerine göre, her üç modelin veri ile uyumu (doğrulayıcı faktör analizi) kabul edilebilir düzeyin altında bulunmuştur.
Sonuçlar: Türk çocuk örneklemlerinde, WÇZÖ-R puanlarının, Wechsler, Kaufman veya Bannat-yne sınıflamaları ile modellenemeyeceği görülmüştür. Dikkat Dağılmaması faktörü (Kaufman) ve Sı-ralama kategorisi (Bannatyne) özelde dikkatle ilişkilidir. Bu sonuç, bir dikkat bozukluğu olan DEHB’de, söz konusu puan gruplarındaki karışıklıkla da desteklenmektedir.
Anahtar Sözcükler: Wechsler Çocuklar İçin Zeka Ölçeği- Yeniden Gözden Geçirilmiş Formu (WÇ-ZÖ-R), Kaufman faktörleri, Bannatyne kategorileri, Dikkat eksikliği hiperaktivite bozukluğu (DEHB)
ABSTRACT
Applicability of the Bannatyne and Kaufman classifications of WISC-R to Turkish children Objective: To demonstrate the applicability of the Kaufman factors and Bannatyne categories to samples of Turkish children; and to test the validity of the Kaufman factors, which are specifically used in attention deficit hyperactivity disorder (ADHD), and Bannatyne categories, specifically used in specific learning disability (SLD).
Method: Study sample consisted of an ADHD group (191 boys within 72-140 months age ran-ge), SLD group (21 boys within 76-131 months age range) and control group (117 boys within 70-143 months age range). Exclusion criteria were comorbidity, medication affecting cognitive processes, un-corrected visual and/or auditory defects, and intelligence quotient outside the 90-119 range. Trained psychologists administered Wechsler Intelligence Scale for Children- Text Revised (WISC-TR) to those volunteering children whose parents gave informed consent for participation in the study.
Results: The cumulative variances (principal component analysis) for the 2-factor (Wechsler classification), 3-factor (Kaufman factors) and 4-factor (Bannatyne categories) models were low to medium. According to the fitness indexes, the concordance between the data and the model were, for all three models, below acceptable levels (confirmatory factor analysis).
Conclussion: The factors and categories in the Kaufman, Bannatyne and Wechsler models are not applicable to samples of Turkish children. This conclusion is also supported in the ADHD group by the disorganized nature of the scores that loaded on attention-related factors (Kaufman’s Freedom from Distractibility factor and Bannatyne’s Sequencing category).
Keywords: Wechsler Intelligence Scale for Children- Text Revised (WISC-TR), Kaufman factors, Bannatyne categories, Attention deficit hyperactivity disorder (ADHD)
GİRİŞ
Wechsler’in çocuklar için geliştirdiği zeka testi (Wechsler Intelli-gence Scale for Children- Text Revised: WISC-TR) 1949 yılında sürüme girmiş, test, 1974 yılında metin açısından düzenleme görmüştür. Bu versiyon Türk kültürüne, Wechsler Çocuklar için Zeka Ölçeği Gelişti-rilmiş Formu (WÇZÖ-R) olarak Savaşır ve Şahin1,2 tarafından
uyarlan-mıştır. Ülkemizdeki uygulama alanlarında (örn. klinik, adli, eğitim, reh-berlik ve danışmanlık) ve çoğu uygulamalı olan araştırmalarda, zeka, WÇZÖ-R ile ölçülmüştür. Alt testlerdeki puan ve puan gruplarının birbirine göre olan durumu klinik tanıyı desteklemekte kullanılmış, WÇZÖ-R puan örüntüleri ek tanı ölçütü görevi görmüştür (tarama için bkz. 3,4).
WÇZÖ-R’deki alt testlerin ne ölçtüğüne ilişkin düşünceler, genel-de, alt testlerin yapısıyla uyumlu olmuştur. Bu doğrultuda, örneğin, Yargılama alt testinin pratik bilgi, sosyal yargılama, soyut düşünme, sosyal yaşama uyum; Sayı Dizisi alt testinin ise kısa-süreli bellek ka-pasitesi, dikkat ve bellekte anında tersine çevirebilmeyi ölçtüğü dü-şünülmüştür. WÇZÖ-R’nin ölçtüğü özelliklere ilişkin bu söylemler, görüldüğü üzere, testlerin görünüm geçerliğine dayanmıştır. WÇ-ZÖ-R’nin ölçtüğü özellikler üzerinde yapılan kurultu geçerliği çalış-malarının büyük bir bölümü, Wechsler’in5 Sözel-Performans (S-P)
sınıflamasını desteklemiş, bu sınıflamanın yaş, etnik köken, cinsiyet, zeka, davranışsal veya duygusal bozukluk durumlarından bağımsız ol-duğu bulunmuştur.6 WÇZÖ-R alt test puanları için bir diğer sınıflama,
testin standardizasyon örneklemi üzerinde, yani sağlıklı çocuklar üzerinde yürütülmüştür.6 Bu çalışma S-P dikotomisini desteklemiş,
ancak WÇZÖ-R’nin bir diğer faktörü daha temsil ettiği bulunmuştur. Kaufman sınıflamasında WÇZÖ-R puanları şu üç faktör altında top-lanmıştır: (1) Sözel Bilgiyi Kavrama (Verbal Comprehension) faktörü (genel bilgi, benzerlikler, yargılama, bazı koşullarda, aritmetik puan-ları), (2) Algısal Organizasyon (Perceptual Organization) faktörü (re-sim tamamlama, re(re-sim düzenleme, küplerle desen, parça birleştirme puanları), (3) Dikkatin Dağılmaması (Freedom from Distractibility) faktörü (aritmetik, şifre, sayı dizileri puanları). Kaufman’ın bu “üçlü bileşik puanı” özelikle uygulama alanlarında, “örtük” bir standart niteliğini almıştır,4 WÇZÖ-R’nin dikkati ölçtüğü yolundaki kabul de,
Kaufman sınıflamasına dayanmaktadır. Bu kabulün yaygınlığında, “Freedom from Distractibility” faktörünün dilimize kısaca “Dikkat” olarak çevrilmiş olması da rol oynamıştır.
WÇZÖ-R için önerilen bir diğer sınıflama Bannatyne’nınkidir.7 Bu
çalışmada WÇZÖ-R puanlarının Kaufman faktörlerini de aştığı, pu-anların dört kategoride toplandığı bulunmuştur: (1) Sözel Kavramsal (kısaca Kavramsal; Verbal Conceptual) kategori (benzerlikler, sözcük dağarcığı, yargılama puanları), (2) Mekansal (Spatial) kategori (resim tamamlama, küplerle desen, parça birleştirme puanları), (3) Sıralama (Sequencing) kategorisi (sayı dizileri, resim düzenleme, şifre puanları), (4) Kazanılmış Bilgi (Acquired Knowledge) kategorisi (genel bilgi, arit-metik, sözcük dağarcığı puanları). Özellikle özgül öğrenme bozukluğu (ÖÖB)’nda Bannatyne’ın7 4-faktör çözümünün 3-faktör çözümünden
daha uygun, S-P dikotomisinden ise çok daha uygun olduğu bulun-muştur (tarama için bkz. 8).Mekansal>Kavramsal>Sıralama şeklinde-ki bir kategoriler dizisinin ÖÖB’ye tipik olduğu yolundaşeklinde-ki bulgular,9
Bannatyne kategorilerinin klinik uygulamalarda ve özellikle ÖÖB’de yaygın olarak kullanılmasına yol açmıştır. Karşıt bulgular olmasına rağmen,10-12 bu sıralama giderek bir “gerçek” olarak kabul edilir
ol-muştur.8 Dikkat eksikliği hiperaktivite bozukluğu (DEHB)’nda da ACID
(“Arithmetic, Coding, Information, Digit Span” alt testlerinden oluştu-rulan bir akronim) birleşik puanının ayırt edici olduğu öne sürülmüş-tür.13,14
Ölçme araçlarının güvenirlik, geçerlik, norm değeri gibi psikometrik özellikleri, kültüre bağlıdır; testlerin geliştirildikleri kültürden bir başkasında kullanılmaları durumunda, psikometrik özellikler yeni kültür için tekrar sınanmalıdır.15,16,17 WÇZÖ-R’nin Türk
toplumundaki standardizasyon araştırması1,2 ne Kaufman6
faktörle-rini, ne de Bannatyne kategorilerini desteklemiş, puanlar tek faktör altında yer almıştır. Bu tek faktörü de, araştırmacılar, “Sözel” olarak adlandırmıştır. Testin standardizasyonundan sonra, WÇZÖ-R’nin psi-kometrik özelliklerine ve özelde Bannatyne kategorilerinin ve/veya Kaufman faktörlerinin geçerliğini Türk toplumunda araştıran bir ça-lışmaya rastlanamamıştır (tarama için bkz. 4). Bu durumda, ÖÖB’ye ilişkin klinik uygulamalarda Bannatyne kategorilerinin ve özellikle Mekansal>Kavramsal>Sıralama örüntüsünün; DEHB’e ilişkin olan-larda ise Kaufman’ın Dikkatin Dağılmaması faktörünün ölçüt olarak kullanılması aksiyomatik bir kabul olmaktadır. İncelemelerimize göre, ülkemizde, Bannatyne ve Kaufman sınıflamalarının ele alındığı yegane çalışma Hesapçıoğlu ve ark.18 tarafından yapılmıştır. Ancak bu
çalış-mada da sınıflamaların uygulanabilir olduğu doğrudan kabul edilerek Kaufman ve Bannatyne modellerinin klinik grupları (DEHB ve eşhas-talanımlı DEHB) kontrol grubundan ayırt etme durumu incelenmiştir. Bu çalışmanın ilk amacı, karıştırıcı etkilerin en aza indirgendiği bir araştırma yaklaşımı altında, Bannatyne kategorileri ve Kaufman fak-törlerinin Türk çocuk örnekleminde kullanılabilirliğini incelemektir. Alanyazında Kaufman faktörleri özelde DEHB’le, Bannatyne katego-rileri ise ÖÖB’yle ilişkilendirilmektedir. Çalışmanın ikinci amacı, söz konusu sınıflamaların geçerliğini, örnekleme DEHB ve özelde ÖÖB gruplarını da dahil etmek suretiyle sınamaktır.
YÖNTEM Örneklem
DEHB grubu (72-140 ay, 105.05±1.21) ilköğretimin 1-6 sınıfla-rında eğitim gören 191 erkek olgudan oluşmuştur. DEHB grubunda-ki 68 olgu Dikkat Eksikliği Önde Gelen (DEHB-DE), 86 olgu Birleşik (DEHB-B), 37 olgu Hiperaktivite/Dürtüsellik Önde Gelen Alt Tip Gru-bunda olmuştur. ÖÖB gruGru-bunda, 21 erkek olgu (76-131 ay, 101.24 ±3.44) yer almıştır. Tanılama, çocuk ve ergen ruh sağlığı ve hastalıkları uzmanı tarafından DSM-IV-TR19 ölçütlerine göre gerçekleştirilmiştir.
Okul Çağı Çocukları İçin Duygulanım Bozuklukları ve Şizofreni Gö-rüşme Çizelgesi (Schedule For Affective Disorders and Schizophrenia for School Age Children- Present and LifetimeVersion: K-SADS-PL)20,21
eşhastalanım durumunun belirlenmesinde ve bu durumdaki olguların örneklem-dışı bırakılmasında kullanılmıştır.
Kontrol grubu 6-12 (70-143 ay, 107.53±1.62) yaş aralığında olup ilköğretimin 1-6 sınıflarında eğitim gören 117 erkek çocuktan oluş-muştur. Kontrol grubu kartopu örnekleme yöntemi ile elde edilmiştir. Bu doğrultuda, araştırmanın yürütüldüğü hastanelerin sağlam çocuk polikliniğine kontrol amacıyla başvuran, anamnez, fizik muayene ve laboratuvar bulguları ile herhangi bir sağlık sorunu bulunmadığı be-lirlenen çocuklardan çekirdek örneklem oluşturulmuştur. Bu örnek-lemde yer alan çocukların aileleri aracılığıyla kontrol grubunun diğer üyelerine ulaşılmıştır.
Örneklemde WÇZÖ-R toplam zeka puanı normal ile parlak (TZB: 90-119) aralığında tutulmuştur.22 Gelişimin etkisini kontrol etmek için
sınıfa tipik yaşta olma koşulu aranmıştır. Araştırmadaki dışlama ölçüt-leri arasında sadece DEHB ve sadece ÖÖB dışında herhangi bir psi-kiyatrik veya nörolojik rahatsızlığın bulunması; DEHB için olanlar da dahil olmak üzere, bilişsel süreçleri etkileyen ilaç kullanımı (DEHB’de bunu sağlamada, olguların ilk sevkte olması koşulu aranmıştır); düzel-tilmemiş görme ve/veya işitme bozukluğu yer almıştır.
Veri Toplama Aracı
Wechsler Çocuklar İçin Zeka Ölçeği- Yeniden Gözden Geçirilmiş Formu (WÇZÖ-R; Wechsler
In-telligence Scale for Children-Revised: WISC-TR). WÇ-ZÖ-R, 1974’te sürüme girmiş olan WISC-TR’nin Türk standardizasyonudur.1,2 WÇZÖ-R’de sözel ve
perfor-mans olmak üzere iki bölüm vardır. Sözel bölümdeki alt testler Genel Bilgi, Benzerlikler, Aritmetik, Sözcük Dağarcığı, Yargılama ve Sayı Dizileri’dir. Performans bölümündeki alt testler Resim Tamamlama, Resim Düzenleme, Küplerle Desen, Parça Birleştirme, Şifre ve Labirent’tir. On iki alt testi bulunmakla beraber, WÇZÖ-R 10 alt test üzerinden puanlanmakta, genel-de Sözcük Dağarcığı ve Labirent alt testi dışta bırakıl-maktadır.
WÇZÖ-R’nin Türk çocukları üzerindeki standar-dizasyonu 6-16 yaş grubunda 1639 kişilik bir örnek-lem üzerinde gerçekleştirilmiştir.1,2 Testin iki-yarım
güvenirliği, SZB için .97, PZB için .93 ve TZB için .97 olmuştur. Alt testler arası korelasyonlar, .51 ile .86 ara-sında değişmiştir.
İşlem
Bu çalışmanın verileri Hacettepe Üniversitesi De-neysel Psikoloji Anabilim Dalı, Hacettepe Üniversitesi İhsan Doğramacı Çocuk Hastanesi Çocuk Nörolojisi Anabilim Dalı, Gazi Üniversitesi Çocuk Sağlığı ve Has-talıkları Anabilim Dalı olmak üzere üç ayrı merkezin ortak çalışmasında ve DPT-HÜ-BAB 2006K120-640-06-08 sayılı proje23 kapsamında elde edilmiştir.
Araş-tırmanın doğası ebeveynlere anlatılmıştır. Gönüllü ebeveynler standart Bilgilendirilmiş Onam Formu’nu imzalamıştır. Çocuklarda araştırmaya katılmaya sö-zel olarak rıza gösterme koşulu aranmıştır. Araştırma Hacettepe Üniversitesi Etik Kurulu tarafından kabul edilmiş, Helsinki Deklarasyonuna ve T.C. Sağlık Ba-kanlığının klinik araştırmalar için öngörülen ilkelerine uyulmuştur.
DEHB ön tanısıyla Çocuk Psikiyatri Bölümüne başvuranlar çocuk ve ergen ruh sağlığı ve hastalıkları uzmanı tarafından değerlendirilmiştir. Tanı koymada ve DEHB alt tiplerinin belirlenmesinde, bu çalışma-daki verilerin toplandığı 2005-2008 tarihleri arasında güncel olan DSM-IV-TR kullanılmıştır. DEHB’ye eşlik edebilecek psikiyatrik bozuklukların taranması ve eşhastalanım durumu bulunan çocukların elenmesi sürecinde K-SADS-PL’den yararlanılmıştır. WÇZÖ-R, araştırmanın yürütüldüğü sağlık kurumlarında, bu konuda eğitim almış üç uzman psikolog tarafından uygulamıştır.
İstatistiksel Yöntem
Bannatyne7 ve Kaufman6 sınıflamalarının Türk
çocuk örneklemlerinde uygulanabilirliğinin incelen-diği çalışmamızda veriler, sözü edilen çalışmalarda da olduğu gibi, öncelikle keşfedici (exploratory) faktör analizi ile incelenmiştir. Görgül değişkenlerin (pu-anlar) nasıl gruplandığını ortaya koymada temel bi-leşenler analizi (TBA; principal component analysis) uygulanmıştır. TBA için “Statistical Package for Social Sciences” (SPSS / PC 17.0) yazılımı kullanılmıştır.24
Tablo 1. WÇZÖ-R’nin 10 alt test puanında Kaufman Sınıflaması için Temel Bileşenler
Analizi. A: Kontrol Grubu, B: Dikkat Eksikliği Hiperaktivite Bozukluğu Grubu, C: Özgül Öğrenme Bozukluğu Grubu.
A
Değişken Faktör 1: Algısal Organizasyon Bilgiyi KavramaFaktör 2: Sözel Faktör 3: Dikkatin Dağılmaması
Resim Tamamlama 0.80 0.00 0.00 Resim Düzenleme 0.48 0.00 0.57 Küplerle Desen 0.66 0.00 0.00 Parça Birleştirme 0.82 0.00 0.00 Genel Bilgi 0.00 0.76 0.00 Benzerlikler 0.00 0.74 0.00 Aritmetik 0.34 0.40 0.39 Yargılama 0.00 0.71 0.00 Sayı Dizisi 0.00 0.35 0.60 Şifre 0.00 0.00 0.71 Özdeğer 3.22 1.28 1.24 Açıklanan varyans (%) 32.16 12.81 12.37 Birikimli varyans (%) 32.16 44.97 57.35 B
Değişken Bilgiyi KavramaFaktör 1: Sözel Faktör 2: Algısal Organizasyon Faktör 3: Dikkatin Dağılmaması
Genel Bilgi 0.72 0.00 0.00 Benzerlikler 0.66 0.00 0.00 Aritmetik 0.57 0.00 0.00 Yargılama 0.65 0.00 0.00 Resim Tamamlama 0.00 0.74 0.00 Küplerle Desen 0.00 0.71 0.00 Parça Birleştirme 0.00 0.58 0.50 Resim Düzenleme 0.00 0.00 0.57 Şifre 0.00 0.00 0.80 Sayı Dizisi 0.00 0.00 0.00 Özdeğer 1.84 1.73 1.38 Açıklanan varyans (%) 18.37 17.26 13.82 Birikimli varyans (%) 18.37 35.64 49.45 C
Değişken Dağılmaması+ Sözel Faktör 1: Dikkatin Bilgiyi Kavrama
Faktör 2: Algısal
Organizasyon Faktör 3: Dikkatin Dağılmaması
Sayı Dizileri 0.88 0.00 0.00 Aritmetik 0.75 0.00 0.00 Yargılama 0.55 0.00 0.48 Genel Bilgi 0.54 0.00 0.00 Resim Düzenleme 0.00 0.81 0.00 Resim Tamamlama 0.00 0.66 0.00 Parça Birleştirme -0.40 0.65 0.00 Şifre 0.00 0.63 0.36 Küplerle Desen -0.39 0.00 0.70 Benzerlikler 0.00 0.00 -0.60 Özdeğer 2.37 1.94 1.29 Açıklanan varyans (%) 23.73 19.42 12.93 Birikimli varyans (%) 23.73 43.16 56.09
İkinci aşamada, Kaufman’ın 3-faktörlü modeli ile Ban-natyne’ın 4-faktörlü modelinin veri tarafından destek-lenme durumu doğrulayıcı faktör analizi (DFA; disc-riminatory factor analysis) ile test edilmiştir.25,26 Bu
analizde “AMOS V21” yazılımı kullanılmıştır.27
Analiz-ler, WÇZÖ-R’nin el kitabı2 uyarınca, ham puanlardan
hesaplanan standart puanlar üzerinde yürütülmüştür.
BULGULAR
Türk çocuk örneklemlerinde gözlenebilir değiş-kenlerin (puanlar) Kaufman sınıflamasındaki 3-fak-töre ve Bannatyne sınıflamasındaki 4 kategoriye da-ğılma durumu, sırasıyla 3-faktörlü ve 4-faktörlü TBA modelleri ile incelenmiştir. TBA’da faktör varyansları-nın maksimum olmasını sağlamak ve daha iyi yorum veren en basit yapıya ulaşmak için verilere ortogonal rotasyon yöntemlerinden biri olan Varimaks yöntemi uygulanmıştır. Faktörler, en yüksek faktör yükü veren puanlar temelinde yorumlanmış, her puanda faktör yüklerinden en yüksek olanı kalın olarak yazılmıştır. Varyansa katkısının %10 altında kalması nedeniyle, .31 altındaki faktör yükleri yorum-dışı bırakılmıştır. Bu gibi faktör yükleri, ilgili tablolarda “0.00” olarak göste-rilmiştir. Kaufman ve Bannatyne sınıflamalarına göre belirli faktöre/kategoriye yüklenmemesi gerekirken yüklenen puanların (hatalı pozitif) ve belirli faktöre/ kategoriye yüklenmesi gerekirken yüklenmeyen pu-anların (hatalı negatif) bulunduğu hücreler boyanmış-tır. Bulguları izleme kolaylığı açısından yapılan bu uy-gulamada hatalı pozitif puanların bulunduğu hücreler koyu, hatalı negatif puanların bulunduğu hücreler açık tonlanmıştır.
Temel bileşen analizine ilişkin bulgular (TBA).
Kaufman sınıflamasında 10 WÇZÖ-R puanının oluş-turduğu üç faktöre ilişkin analizler kontrol, DEHB ve ÖÖB gruplarındaki çocuklar için ayrı ayrı yapılmış-tır. Verilerin TBA sayıltılarını karşılama durumu test edilmiş, Kaiser-Meyer-Olkin (KMO) değerlerinin .50’nin üzerinde, Bartlett testi sonuçlarının ise anlam-lı bulunması koşulları aranmıştır. Koşullar kontrol grubunda (Kaiser-Meyer-Olkin testi: 0.782; Bartlett testi: 228.212 [45], p=0.0001) ve DEHB grubunda (Ka-iser-Meyer-Olkin testi: 0.646; Bartlett testi: 222.104 [45], p=0.0001) karşılanmıştır. ÖÖB grubunun verile-ri koşulları karşılamamıştır (Kaiser-Meyer-Olkin testi: 0.482; Bartlett testi: 41.221 [45], p=0.633). Kontrol ve DEHB gruplarında (Tablo1A ve B), özdeğeri 1 olan fak-törlerin sağladığı birikimli varyansların düşük düzey-de (sırasıyla, % 57.35, %49.45) olduğu görülmüştür. Sağlıklı kontrol grubunda (Tablo 1A) toplamda 4 hatalı yüklenme durumu gözlenmiştir (Algısal Organizasyon ve Sözel Bilgiyi Kavrama faktörlerine yüklenen üç ha-talı pozitif, Dikkatin Dağılmaması faktöründe bulun-mayan bir hatalı negatif puan). DEHB grubundaki (Tablo 1B) hatalı yüklenme durumu toplamda 6’ya çıkmıştır (Sözel Bilgiyi Kavrama ve Dikkatin Dağılma-ması faktörlerine yüklenen üç hatalı pozitif; Algısal Organizasyon ve Dikkatin Dağılmaması faktörlerinde bulunmayan üç hatalı negatif puan). Modelin anlamlı bulunmadığı ÖÖB grubunda çok sayıda hatalı pozitif ve negatif yüklenme olduğu gözlenmiştir.
Tablo 2. WÇZÖ-R’nin 11 alt test puanında Bannatyne Sınıflaması Kategorileri için Temel Bileşenler Analizi. A: Kontrol Grubu, B: Dikkat Eksikliği Hiperaktivite Bozukluğu Grubu, C: Özgül Öğrenme Bozukluğu Grubu.
A
Değişken/Puan MekansalFaktör 1: Kazanılmış Faktör 2:
Bilgi KavramsalFaktör3: Faktör 4: Sıralama
Resim Tamamlama 0.79 0.00 0.00 0.00 Resim Düzenleme 0.46 0.00 0.41 0.41 Küplerle Desen 0.63 0.00 0.32 0.00 Parça Birleştirme 0.82 0.00 0.00 0.00 Genel Bilgi 0.00 0.61 0.47 0.00 Benzerlikler 0.00 0.77 0.00 0.00 Aritmetik 0.00 0.63 0.00 0.41 Sözcük Dağarcığı 0.00 0.76 0.00 0.00 Yargılama 0.00 0.00 0.71 0.00 Sayı Dizisi 0.00 0.00 0.78 0.00 Şifre 0.00 0.00 0.00 0.88 Özdeğer 2.12 2.06 1.66 1.24 Açıklanan varyans (%) 19.30 18.72 15.11 11.23 Birikimli varyans (%) 19.30 38.02 53.13 64.36 B
Değişken/Puan Kazanılmış Bilgi+Kav-Faktör 1: ramsal
Faktör 2:
Mekansal Faktör 3: Sıralama Faktör 4: Sıralama
Genel Bilgi 0.65 0.00 0.00 0.00 Benzerlikler 0.68 0.00 0.00 0.00 Aritmetik 0.39 0.00 0.00 0.44 Sözcük Dağarcığı 0.78 0.00 0.00 0.00 Yargılama 0.70 0.00 0.43 0.00 Resim Tamamlama 0.00 0.69 0.00 0.00 Küplerle Desen 0.00 0.77 0.00 0.00 Parça Birleştirme 0.00 0.67 0.43 0.00 Şifre 0.00 0.00 0.82 0.00 Sayı Dizisi 0.00 0.00 0.00 0.78 Resim Düzenleme 0.00 0.00 0.38 0.54 Özdeğer 2.23 1.78 1.32 1.23 Açıklanan varyans (%) 20.30 16.15 12.01 11.21 Birikimli varyans (%) 20.30 36.45 48.46 59.67 C
Değişken/Puan Kazanılmış Faktör 1:
Bilgi Faktör 2: Sıralama KavramsalFaktör 3: MekansalFaktör 4:
Sözcük Dağarcığı 0.89 0.00 0.00 0.00 Sayı Dizileri 0.82 0.00 0.00 0.00 Aritmetik 0.76 0.00 0.00 0.00 Genel Bilgi 0.60 0.00 0.00 0.00 Resim Düzenleme 0.00 0.80 0.00 0.00 Şifre 0.00 0.73 0.00 0.00 Parça Birleştirme 0.00 0.71 0.38 0.00 Benzerlikler 0.00 0.00 0.88 0.00 Yargılama 0.48 0.00 -0.54 0.00 Küplerle Desen 0.00 0.00 0.00 0.81 Resim Tamamlama -0.25 0.47 -0.26 -0.63 Özdeğer 2.80 1.98 1.43 1.34 Açıklanan varyans (%) 25.43 18.01 12.99 12.21 Birikimli varyans (%) 25.43 43.44 56.43 68.64
Bannatyne sınıflamasında 11 WÇZÖ-R puanının oluşturduğu dört faktöre ilişkin analizler kontrol, DEHB ve ÖÖB gruplarındaki ço-cuklar için ayrı ayrı yapılmıştır. TBA’nın sayıltıları kontrol grubu (Ka-iser-Meyer-Olkin testi: 0.782; Bartlett testi: 280.767 [55], p=0.0001) ve DEHB grubunda (Kaiser-Meyer-Olkin testi: 0.686; Bartlett testi: 353.383 [55], p=0.0001) karşılanırken ÖÖB grubunda (Kaiser-Me-yer-Olkin testi: 0.550; Bartlett testi: 58.199 [55], p=0.358) karşılan-mamıştır. Kontrol ve DEHB gruplarında, özdeğeri 1 olan faktörlerin sağladığı birikimli varyansların orta-düşük düzeyde (sırasıyla, % 64.36, %59.67) olduğu görülmüştür. Sağlıklı kontrol grubunda (Tablo 2A) toplamda 10 hatalı yüklenme durumu olduğu belirlenmiştir (tüm kategorilere dağılan toplamda 7 hatalı pozitif; Kavramsal ve Sıralama kategorilerinde üç hatalı negatif puan). DEHB grubunda (Tablo 1B) Ka-zanılmış Bilgi ve Kavramsal kategorileri bağımsız özelliğini kaybetmiş; kategorilerin tüm puanları Faktör 1 altında yer almıştır. Diğer yandan, Sıralama kategorisi puanları diğer iki faktöre, iki hatalı pozitif, 2 de hatalı negatif puan olarak dağılmıştır. Modelin anlamlı bulunmadığı ÖÖB grubunda, puanların doğasıyla uyumsuz hatalı pozitif ve negatif yüklenmeler olduğu belirlenmiştir.
Sağlıklı kontrol grubunda (n= 117) 10 WÇZÖ-R alt test puanı için çizdirilen yamaç grafiği (screeplot) 2-faktörlü modelle uyumlu olmuş-tur. PCA’ya göre, özdeğeri 1 olan ve toplam varyansın % 44.97’sini açıklayan (Kaiser-Meyer-Olkin testi: 0.782; Bartlett testi: 228.212 [45], p=0.0001) faktörler ve her birindeki faktör örüntüleri Tablo 3’te verilmektedir. Tablo incelendiğinde, sağlıklı Türk çocuk örneklemin-deki yapının Wechsler’in S-P dikotomisi ile tam uyum içinde olduğu görülmektedir. Bu doğrultuda, Faktör 1’e performans puanları (resim tamamlama, resim düzenleme, küplerle desen, parça birleştirme), Fak-tör 2’ye sözel puanlar (genel bilgi, benzerlikler, aritmetik, yargılama, sayı dizileri) yüklenmiştir.
Doğrulayıcı faktör analizine ilişkin bulgular (DFA). Kaufman
faktörleri/Bannatyne kategorileri DFA’da gizil değişkenler olarak alın-mış, sınıflama modellerinin veri ile uyumu DFA ile test edilmiştir. Söz konusu sınıflamalarda gözlenen değişkenler birden fazla bağımsız bo-yut altında toplandığından, DFA’da birinci düzey çok faktörlü model kullanılmıştır. Kaufman faktörleri ile yapılandırılan modelin araştırma verileri ile uyumu DFA’nın uyum göstergelerine göre
değerlendirilmiş-tir. Bu değerlendirmede kullanılan göstergeler (ve seçilme nedenleri)
X2 (yaygın kullanım), NNFI (ki-kare testi hesaplamalarında serbestlik
derecesini de göz önüne alma), IFI (değişkenlik gözlenen veri setleri için geliştirilmiş olma), CFI (örneklem küçüklüğünden en az etkilen-me), AGFI (modelin açıkladığı varyans ve kovaryans hesabında ör-neklem büyüklüğüne göre düzeltme yapma), RMSEA (uyumu, popu-lasyon kovaryans matrisi ile öngörülen modelin kovaryans matrisinin farkına göre test etme) olmuştur.26
Kaufman’ın 3-faktörlü modeline ilişkin DFA sonuçları, tüm grup-larda, veri ile model arasında anlamlı fark olduğunu ve verinin mo-delle uyumlu olmadığını ortaya koymuştur. (Kontrol grubu: X2 [36,
n=117]= 85.272, p=.000, NNFI: .679, IFI: .755, CFI: .743, AGFI: .787, RMSEA: .109; DEHB grubu: X2[36, n=191]=103.637, p=.000, NNFI:
.515, IFI: .643, CFI: .623, AGFI: .845, RMSEA: .102; ÖÖB grubu: DFA çalıştırılamamıştır).
Bannatyne kategorileri üzerinde yapılan DFA’da elde edilen sonuçlar Kaufman sınıflamasındaki gibi olmuştur. Tüm gruplar-da veri ile 4-faktörlü model arasıngruplar-da anlamlı fark bulunmuş, veri-nin modelle uyumlu olmadığı görülmüştür. (Kontrol grubu: X2[43,
n=117]=139.990, p=.000, NNFI: .477, IFI: .611, CFI: .591, AGFI: .712, RMSEA: .139; DEHB grubu: X2[43, n=191]=144.013, p=.000, NNFI:
.579, IFI: .683, CFI: .671, AGFI: .814, RMSEA: .111; ÖÖB grubu: DFA çalıştırılamamıştır.)
Beş sözel ve beş performans puanı ile tanımlanan S-P modeli kontrol grubunda DFA ile test edilmiştir. Sonuçlar, veri ile model ara-sında anlamlı fark olduğu, verinin de modelle uyumlu olmadığı yolun-da olmuştur (X2[35, n=117]=70.443, p=.000, NNFI: .762, IFI: .824, CFI:
.815, AGFI: .839, RMSEA: .093).
TARTIŞMA
Wechsler testleri tüm dünyada zeka ve onun ölçülmesindeki “al-tın standart” tır. Bu değerlendirme, Wechsler’in çocuk formu olan WÇ-ZÖ-R için de geçerlidir. Zeka puanının neyi ölçtüğü konusu ise o kadar net değildir. Rasyonel beklenti, her bir alt testin zekanın farklı bir bo-yutunu ölçüyor olmasıdır. Ancak bu boyutlar Wechsler’de5 iki faktöre,
Kaufman’da6 üç faktöre, Bannatyne’da7 ise dört faktöre indirgenmiştir.
Çalışmamızda, söz konusu modeller, sonucu etkileyebilecek demog-rafik değişkenler (yaş, cinsiyet, eğitim durumu) ve sağlık koşulları (eş-hastalanım, bilişsel süreçleri etkileyen ilaç kullanımı) tek düzeyde sabit tutma veya eleme teknikleriyle kontrol edilmiştir. Normal zeka aralığı örnekleme dahil edilme ölçütü olmuş, normalin altında veya parlak normal zekanın üstünde olanlar örnekleme dahil edilmemiştir. Karış-tırıcı etkilerin elenmesini sağlayan bu kontroller yoluyla, örneklemin kritik özellik ve değişkenler açısından homojen tutulmasına çalışılmış, klinik grupların “saf” DEHB ve ÖÖB olgularından oluşturulmasına ça-lışılmıştır.
Çalışmamızda, Kaufman ve Bannatyne sınıflamalarının herhangi biri, araştırma gruplarının (kontrol, DEHB, ÖÖB) herhangi birinde tam olarak elde edilememiştir. Kaufman için 3-faktörlü, Bannatyne sınıflaması için 4-faktörlü modelin keşfedici faktör analizi öncesinde yapılan testler (Kaiser-Meyer-Olkin ve Bartlett) verilere TBA’nın uygulanabileceği yolunda olmuş, ancak elde edilen birikimli varyanslar düşük bulunmuştur. Bu durum, incelenen sınıflamalardaki faktörlerin/ kategorilerin sağladığı varyansın; varyans-kovaryans matrisinin mutlak değerine eşit olan toplam varyansı gereğince açıklayamadığını göstermektedir. Sınıflamaların geçerlik incelemeleri, faktörlerin gizil değişkenler olarak kullanıldığı DFA ile test edildiğinde, veri ile model arasında anlamlı fark bulunmuş (X2), bu doğrultuda uyum
gösterge-leri de kabul edilebilir olanın altında olmuştur (NNFI: .94, IFI: .90-.94, CFI:. 95-.96, AGFI: .85-.89, RMSA: .05-.08). Bu bulgu, Kaufman
Tablo 3. WÇZÖ-R’nin 10 alt test puanında Kontrol Grubu için Temel
Bileşenler Analizi.
Değişken Faktör 1 Faktör 2
Resim Tamamlama 0.79 0.00 Resim Düzenleme 0.58 0.00 Küplerle Desen 0.66 0.00 Parça Birleştirme 0.81 0.00 Genel Bilgi 0.00 0.79 Benzerlikler 0.00 0.74 Aritmetik 0.40 0.49 Yargılama 0.00 0.59 Sayı Dizisi 0.00 0.51 Şifre 0.00 0.00 Özdeğer 3.22 1.28 Açıklanan varyans (%) 32.16 12.81 Birikimli varyans (%) 32.16 44.97
faktörleri ve Bannatyne kategorileri ile oluşturulan modellerin reddi-ne yol açmıştır. Dereddi-neysel kontrollerin yapıldığı, model testireddi-ne uygun keşfedici ve model/kuram test edici istatistiksel tekniklerin kullanıldığı çalışmamız, Türk örneklemlerinde WÇZÖ-R puanlarının, ne Kaufman ne de Bannatyne sınıflamaları ile modellenemeyeceğini göstermiştir.
Sağlıklı kontrol grubunda 3-faktörlü modele ilişkin puan dağılı-mının Kaufman faktörleriyle nispeten tutarlı olması yolundaki bulgu-da (Tablo 1), Kaufman6 sınıflamasının, WISC-TR’nin standardizasyon
örneklemini oluşturan sağlıklı grup üzerinden elde edilmesinin rol oynadığı düşünülmektedir. Ancak bu durum DEHB için karar verdirici olarak görülen Dikkatin Dağılmaması faktöründe değil de diğer iki fak-törde gözlendiğinin altı çizilmelidir. Sağlıklı kontrol grubunda 4-fak-törlü modele ilişkin puan dağılımının Bannatyne kategorileriyle tutarlı olmamasına (Tablo 2) ise, söz konusu sınıflamanın ÖÖB üzerinden elde edilmesinin yol açtığı düşünülmektedir. Klinik ölçeklerin doğa-sından beklenen türden bir faktör yapısının, sağlıklı örneklemlerde de-ğil de, ilgili klinik örneklemlerde elde edilmesi, tutarlı bir bulgudur. Bu yoldaki sonuçlar, çalışma grubumuz tarafından çeşitli klinik ölçekler için gösterilmiş bulunmaktadır.28-30 Ancak Bannatyne kategorileri ile
DEHB grubu için elde edilen bu göreli tutarlık, Kaufman sınıflamasın-da sınıflamasın-da olduğu gibi, DEHB’le ilişkili Sıralama kategorisinde değil, diğer iki kategoride gözlenmiştir.
WÇZÖ-R’nin 1639 katılımcı üzerinde yürütülen standardizasyon çalışmasında1,2 da tek faktör elde edilmiş, tablo ve sayısal verileri
veril-memekle birlikte, güçlü bir “sözel” faktörün varlığından söz edilmiştir. WÇZÖ-R yapısının sağlıklı Türk çocuk örnekleminde incelendiği bir çalışmada, tek faktörlü model kadar iki faktörlü modelin de uyum gös-tergeleri açısından kabul edilebilir düzeyde olduğu belirtilmiştir.31
Ça-lışmamızda Türk çocuk verilerinin faktör yapısı Wechsler’in5 2-faktörlü
S-P modeli ile uyumlu olmuş; puanlar, Sözel ve Performans faktörle-rine düzgün bir şekilde yüklenmiştir. Ancak birikimli varyans düşük çıkmış; çalışmamızda DFA sonuçları da 2-faktörlü model ile uyumlu bulunmamıştır.
Çalışmamızın genel sonucu, Kaufman ve Bannatyne sınıflamalarının Türk çocuk örneklemleri açısından geçerli olmadığıdır. Türk örneklemlerinde S-P sınıflamasının geçerliği konusundaki sonuçlar ise tam bir uyum içinde değildir.1,2,31
Dikkatin ölçülmesi ve DEHB. Kaufman sınıflamasında, Dikkatin
Dağılmaması faktörü aritmetik, sayı dizileri ve şifre; Bannatyne sınıf-lamasında Sıralama kategorisi sayı dizileri, şifre ve resim düzenleme puanlarından oluşmaktadır. Smith ve Watkins32 gibi yazarlar, Sıralama
kategorisine resim düzenlemeyi değil de aritmetik puanını koymakta-dır. Bu koşulda, Dikkatin Dağılmaması ve Sıralama tam olarak örtüş-mektedir. DEHB’de ayırt edici olarak görülen ACID’de aynı puanları (ek olarak genel bilgi puanı) içermektedir.13,14 Farklı terimlerle anılan bu
puanlar grubu, WÇZÖ-R’nin dikkati ölçen puanları olarak kabul gör-mektedir.
Dikkat sürecinde bozukluğun olduğu DEHB, bu süreci anlamaya yönelik çalışmalar için uygun bir araştırma modeli, zıt gruplar araştır-ma deseni için iyi bir örneklemdir. Ancak WÇZÖ-R puanlarının model-lenmesi konusundaki çalışmamızda, DEHB gibi bir araştırma modeli dahi beklenen sonuçları vermemiş; WÇZÖ–R sınıflamalarındaki dik-kate ilişkin puanlar Türk örneklemlerinde modelden beklenen şekilde gruplanmamıştır. Bu bulgulara göre WÇZÖ-R’nin aritmetik, sayı dizi-leri ve şifre puanları Türk çocuklarında dikkati (Dikkatin Dağılmaması faktörü/Sıralama kategorisi) ölçmemektedir.
Karakaş ve ark.3 WÇZÖ-R puanlarının dikkati ölçme açısından
durumunu, söz konusu puanları nöropsikolojik test puanlarıyla birlikte kullanarak incelemiştir. Bu çalışmada, (1)“dikkate ilişkin” şifre ve aritmetik puanları, nöropsikoloji alanyazınında seçici ve
odaklanmış dikkat, bozucu etkiye karşı koymaya ilişkin dikkat ve sürekli dikkati ölçtüğü gösterilmiş olan puanların yüklendiği faktörlere değil de (tarama için bkz. 33,34) Kazanılmış Bilgi faktörüne yüklenmiştir. (2) Dikkati ölçen nöropsikolojik test puanları üzerinden yapılan lojistik regresyon analizinde DEHB ve kontrol gruplarını doğru sınıflandırma oranı %83.1 olmuş; diğer yandan sadece WÇZÖ-R’deki “dikkat” puanları (aritmetik, sayı dizileri ve şifre) kullanılarak yapılan analizde oran %66.4 gibi düşük bir değer olmuştur. Çalışmamızda da kullanılan dışlama ölçütlerine uygun 358 (DEHB grubu: 215 olgu, sağlıklı kontrol grubu: 143 katılımcı) çocuk üzerinde yapılan bu çalışma; aritmetik, sayı dizileri ve şifre puanlarının Türk toplumunda dikkatle ilişkilendirilemeyeceğini farklı araştırma yaklaşımları ile ortaya koymuştur.
Özetle, 1949 yılında geliştirilip 1974 yılında metin düzeltmesi yapılan WISC-R’ın ülkemize uyarlama çalışmaları 1984 tamamlanmış; ancak kullanım kitapçığının yayımlanması suretiyle testin hizmete sunulması 1995’te gerçekleşmiştir. Ülkemize WISC-IV’ün kazandırılması çalışmalarının tamamlandığı4 anlaşılmaktadır;
bunun-la beraber, ülkemizde halen kulbunun-lanıbunun-lan test WÇZÖ-R’dir. On beş yılı aş-kın bir süredir bilimsel çalışmalarda ve önemli kararlar almada uygula-ma alanlarında kullanıluygula-makta olan WÇZÖ-R’nin, bu yaygın kullanımı haklı gösterecek psikometrik çalışmaları bulunmamaktadır (Örn. için 1,2,18, tarama için bkz. 4). Çalışmamız, temel bilim araştırmalarında ve uygulama alanlarında kullanılan 2-faktörlü, 3-faktörlü ve 4-faktörlü modellerin Türk sağlıklı ve klinik örneklemlerinde desteklenmediğini, bu sınıflamalara göre yapılan değerlendirmelerin psikometrik dayana-ğı olmadıdayana-ğını göstermiştir.
Halen, ülkemizde, standardizasyonu 2008-2011 döneminde ta-mamlanmış (TÜBİTAK 107K493, 109K533) olan WISC-IV gündem-dedir. Bu test konusunda 2011 yılında bir makale yayımlanmış4, söz
konusu makalede WISC-IV alt testleri tanımlayıcı bilgiler yoluyla ta-nıtılmış, testin kuramsal dayanağı açıklanmıştır. Ülkemizde bilimsel kanıta dayalı değerlendirmelerin yapılabilmesi adına, WÇZÖ-R’de olan durumun WISC-IV’te tekrarlanmaması, bu konudaki alanyazın makalelerinde zeka testlerini tanımlayıcı bilgilerinin ötesine geçilmesi ve çok-yönlü geçerlik çalışmalarının yapılması gerektiği düşünülmek-tedir. Çalışmamızda uygulanan yaklaşımın, söz konusu araştırmalar için model oluşturabileceği düşünülmektedir. Üstelik psikometrik in-celemelerin hızla yapılması gerekmektedir zira güncel zeka testi artık WISC-IV’te değil, WISC-V’tir. 2014’te kullanıma giren WISC-V, örneğin WISC-R gibi sadece metin düzenlemesi görmemiş, WISC-IV’teki bazı alt testler çıkarılmış (Kelime Bulma, Resim Tamamlama), yeni alt test-ler ilave edilmiştir (örn., resim uzamı, adlandırma hızı konularında). Daha da önemli olarak bölüm sayısı 5’e çıkarılmış, bu bağlamda Algısal Akıl Yürütme yerini Görsel-Mekansal ve Akıcı Akıl Yürütme bölümle-rine bırakmıştır.35
Araştırmamızın sınırlılıklarından biri, örneklemin sadece erkek çocuklardan oluşmasıdır. Bu seçimin nedenlerindan biri, DSM-IV-TR ve K-SADS-PL’deki gösterge davranışların daha çok erkek çocuklara özgü olmasıdır.36,37 Ayrıca, erkek çocuklarda DEHB daha sık
gözlen-mekte,38,39 bunun bir sonucu olarak gönüllü katılımcılardan, istatistik
analizlere uygun sayıda kız çocuk grubu oluşturulamamaktadır. Kauf-man ve Bannatyne faktörlerinin/kategorilerinin kız çocuklarda model-lenebilirliği, ilerideki çalışmaların konusu olmalıdır.
Araştırmamızda eşhastalanımı olmayan “saf” ÖÖB örneklemi gö-rece küçüktür. ÖÖB grubunda Bannatyne kategorileri ile elde edilen alanyazın sonuçlarının (tarama için bkz. 8) çalışmamızda elde edile-memesinde, örneklem sayısının etken olduğunu düşünmek mümkün-dür. Ancak aynı olgulardan ÖÖB örneklemi üzerinde yürütülmüş olan bir başka araştırmada da yararlanılmıştır.40 Söz konusu araştırmada
Bannatyne kategorileri, yönetici işlevleri ölçen nöropsikolojik testlerle birlikte kullanılmış, çalışmada ÖÖB ve DEHB grubunun ayırıcı tanısına yönelik lojistik regresyon analizi %92.4 gibi yüksek bir birikimli varyans vermiştir. Buna göre, ÖÖB grubunda 4-faktörlü modelin elde edilememiş olmasını örneklem büyüklüğüne bağlamak gerçekçi gibi görülmemekle birlikte, düşük de olsa böyle bir olasılığın geniş serilerde test edilmesinin uygun olacağı düşünülmektedir.
TEŞEKKÜR
Çalışma kısmen Devlet Planlama Teşkilatı tarafından DPT-HÜAF 2006K120-640-06-08 sayılı proje olarak desteklenmiştir.
Veri toplama sürecine katkılarından dolayı, Dr. A. Şebnem Soysal ve Uzm. Psk. Sevil Turgut’a teşekkürlerimizi sunarız.
Çalışmaya gönüllü olarak katılmayı kabul eden ebeveynlere ve büyük bir işbirliği gösteren katılımcılarımıza sonsuz teşekkürlerimizi sunarız. Multidisipliner ve multitenolojik çok uzun süreli veri toplama işlemlerini sürdürmelerinde gösterdikleri sebat unutulmayacaktır.
Katılımcılar için veri toplama randevularını temin eden, bunlar-la ilgili koordinasyonu yapan, katılımcıbunlar-ların evden alınıp işlemler so-nunda eve ulaştırılmasını sağlayan, bütün bunları dakik ve güvenilir bir şekilde yürüten Nermin Akkaya’ya sonsuz teşekkürler. Bu hizmet olmaksızın proje çalışmaları gerçekleşemezdi.
KAYNAKLAR
1. Savaşır I, Şahin N. Wechsler Çocuklar İçin Zeka Ölçeğinin Türk Kültürüne uyarlanması ve standardizasyonu. Doğa Bilim Dergisi 1984; 8(1): 91-97.
2. Savaşır I, Şahin N. Wechsler Çocuklar İçin Zeka Ölçeği (WISC-R) el kitabı. (Proje No: TÜBİTAK / TAG-385). Ankara: Türk Psikologlar Derneği Yayınları; 1995.
3. Karakaş S, Erdoğan Bakar E. Işık Taner Y. Dikkat eksikliği hiperaktivite bo-zukluğu olgularındaki zeka puanında dikkatin rolü. Türk Psikoloji Dergisi 2013a; 28 (72): 62-82.
4.Uluç S, Öktem F, Erden G, Gençöz T, Sezgin N. Wechsler Çocuklar için Zeka Ölçeği-IV. Klinik bağlamda zekanın değerlendirilmesinde Türkiye için yeni bir dö-nem. Türk Psikoloji Yazıları 2011;14(28): 49-57.
5.Wechsler D. WISC-R Manual fort heWechsler Intelligence Scale for Children Revised. New York: Psychological Corporation; 1974.
6. Kaufman AS. Factor analysis of the WISC-R at 11 age levels between 6½ and 16½ years. J Consul Clin Psychol 1975; 43(2): 135-147.
7. Bannatyne A. Diagnosis. A note on recategorization of the WISC scaled sco-res. J of Learn Disabil 1974; 7: 272-274.
8. Kaufman AS The WISC-R and learning disabilities assessment: State of the art. J Learn Disabil 2001; 14(9): 520-526.
9. Clarizio H, Bernard R. Recategorized WISC-R scores of learning disabled children and differential diagnosis. Psychol in the Schools 1981; 18: 5-12.
10. Henry SA, Wittman RD. Diagnostic implications of Bannatyne’s recatego-rized WISC-R scores for identifying learning disabled children. J Learn Disabil 2001; 14(9): 517-520.
11.Thompson RJ. The diagnostic utılity of Bannatyne’srecategorized WISC-R scores with children referred to a developmental evaluation center. Psychology in the Schools 1981; 18: 43-47.
12.Vance HB, Singer MG. Recategorization of the WISC-R subtest scaled scores for learning disabled children. J Learn Disabil 1979; 12: 487-491.
13.Schwean VL, Saklofske DH. Assessment of attention-deficit/hyperactivity disorder with the WISC-IV. Prifitera A, Saklofske D.H, Weiss LG editörler. WISC-IV cli-nical use and interpretation içinde.San Diego, CA: Academic Press; 2005; s.235-280. 14. Devena SE, Watkins MW. Diagnostic utility of WISC-IV general abilities in-dex and cognitive proficiency inin-dex differences among children with ADHD. J Appl School Psychol 2012; 28: 133-154.
15. Cohen RJ, Swerdik ME. Psychological Testing and Assessment: An Introduc-tion to Tests and Measurement.7th EdiIntroduc-tion. Boston: Mc Graw Hill; 2010.
16. Karakaş S, Erdoğan Bakar E, Doğutepe Dinçer E. BİLNOT Bataryası El Kita-bı: Nöropsikolojik Testlerin Yetişkinler için Araştırma ve Geliştirme Çalışmaları: BİL-NOT- Yetişkin (Cilt I). Konya: Eğitim Yayınevi; 2013b.
17. Karakaş S, Erdoğan Bakar E, Doğutepe Dinçer E. BİLNOT- Yetişkin: Ekler (Cilt II). Konya: Eğitim Yayınevi; 2013c.
18. Hesapçıoğlu Tural S, Çelik C, Özmen S, Yiğit İ. Dikkat eksikliği hiperaktivite bozukluğu bulunan çocuklarda Wechsler çocuklar için zekâ ölçeği gözden geçirilmiş formunun (WÇZÖ-R) incelenmesi: Alt testlerin, Kaufman ve Bannatyne sınıflamala-rının yordama gücü. Türk Psikiyatri Derg 2015; 26: 1-10.
19.American Psychiatric Association (APA). Attention deficit and disruptive behavior disorder.
American Psychiatric Association: Diagnostic and Statistical Manual of Men-tal Disorders içinde. 4th Edition Washington DC: American Psychiatric Association; 2000; s.78-85.
20. Gökler B,Ünal F, Pehlivantürk B , Kültür ÇE , Akdemir D , Taner Y. Okul çağı çocukları için duygulanım bozuklukları ve şizofreni görüşme çizelgesi -şimdi ve yaşam boyu şekli-Türkçe uyarlamasının geçerlik ve güvenirliği. Çocuk ve Gençlik Ruh Sağlığı Dergisi 2004; 11(3): 109-16.
21. Kaufman J, Ryan N. Schedule for affective disorders and schizophrenia for school age children-presentand life time version (K-SADS-PL): İnitial reliability and validity data. Journal Am Acad Child Adoles Psychiat 1997; 36(7): 980-988.
22.Wechsler D. IQ Classification in Educational Use. New York: Psychological Corporation; 1997.
23. Karakaş S, Gücüyener K, Talı T, Topçu M, Arıkan O, Karakaş M, ve ark. Dik-kat eksikliği hiperaktivite bozukluğu (ADHD) ve alttürlerinde tanı: Bir sosyal soruna multidisipliner ve multiteknolojik çözüm; 2006. Proje No: DPT-HÜAF 2006K120-640-06-08.
24. Norusis M. SPSS statistics17.0 guide to data analysis. Chicago: Prentice Hall; 2008.
25. Jöreskog K. A general method for estimating a linear structural equation system. Goldberger AS, Duncan OD, editörler. Structural Equation Models in the So-cial Sciences içinde. New York: Academic Press; 1973; s. 85-112.
26. Meydan Ş, Şeşen H. Yapısal Eşitlik Modellemesi: AMOS Uygulamaları. An-kara: Detay Yayınları; 2011.
27. Arbuckle JL. Amos (Version 21) [Computer Program]. Chicago: SPSS; 2012. 28. Doğutepe Dinçer E, Erdoğan Bakar E, Işık Taner Y, Soysal AS, Turgay A, Kara-kas S. Conners Derecelendirme Ölçeğinin Yönetici İşlevlerle İlişkisi. Türkiye Klinikle-ri J Med Sci 2012; 32(4): 1011-1025.
29. Erdoğan-Bakar E, Işık Taner Y, Soysal AS, Karakaş S, Turgay A. Behavioral Ra-ting Inventory of Executive Functions Measure Different Aspects of Executive Func-tioning in Boys: A validity study. Klinik Psikofarmakol Bülteni 2011; 21 (4): 302-316. 30. Karakaş S, Erdoğan Bakar E, Doğutepe Dinçer E, Ülsever H, Özkan Ceylan A, Işık Taner Y. Relationship between diagnosis of ADHD in offspring and current and retrospective self-reports of parental ADHD. J Child Fam Stud 2015; 24(12): 3595–3609.
31. Çelik C, Yiğit İ, ErdenG. Wechsler Çocuklar İçin Zekâ Ölçeği Geliştirilmiş Formunun doğrulayıcı faktör analizi: Normal zihinsel gelişim gösteren çocukların oluşturduğu bir örneklem. Türk Psikoloji Yazıları 2015; 18(35):21-29.
32.Smith CB, Watkins MW. Diagnostic utility of the Bannatyne WISC-III pat-tern. Learn Disabil Res Pract 2004; 19: 49-56.
33. Karakaş S, Doğutepe Dinçer E. BİLNOT Bataryası El Kitabı: Nöropsikolojik Testlerin Çocuklar için Araştırma ve Geliştirme Çalışmaları: BİLNOT- Çocuk (Cilt I). İstanbul: Nobel Tıp Kitabevleri; 2011a.
34. Karakaş S, Doğutepe Dinçer E.BİLNOT-Çocuk: Ekler (Cilt II). İstanbul: Nobel Tıp Kitabevleri; 2011b.
35.Wechsler D. WISC-V Manual fort Wechsler Intelligence Scale for Children. New York: Psychological Corporation; 2014.
36. Karakaş S, Soysal AŞ, Erdoğan Bakar EE. Dikkat eksikliği hiperaktivite bo-zukluğunda nöropsikolojik yaklaşım (Bölüm 23). Karakaş S, editörler. Kognitif Nöro-bilimler içinde. Ankara: MN Medikal &Nobel; 2008; 471-87.
37.Tuğlu C, Şahin ÖÖ. Erişkin dikkat eksikliği hiperaktivite bozukluğu: Nöro-biyoloji, tanı sorunları ve klinik özellikler. Psikiyatride Güncel Yaklaşımlar 2010; 2: 75-116.
38. American Psychiatric Association (APA). Attention deficit and disruptive behavior disorder. American Psychiatric Association: Diagnostic and Statistical Manual of Mental Disorders içinde. 4th Edition Washington DC: American Psychiatric Association; 2000; s.134-35.
39. Bhatia MS, Nigam VR, Bohra N, Mali SC. Attention deficit with hyperacti-vity disorder among paediatric outpatients. J Child Psychol and Psychiat 1991; 33: 297-306.
40.Turgut S, Erden G, Karakaş S. Özgül Öğrenme Güçlüğü (ÖÖG), Dikkat Ek-sikliği Hiperaktivite Bozukluğu (DEHB) birlikteliği ve kontrol gruplarının ÖÖG Ba-taryası ile belirlenen profilleri. Çocuk ve Gençlik Ruh Sağlığı Derg 2010;17(1): 13-25.
